Tác động của phát triển thị trường tài chính đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam: Tiếp cận bằng trọng số Entropy và mô hình Ardl

Tác động của phát triển thị trường tài chính đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam: Tiếp cận bằng trọng số Entropy và mô hình Ardl

NCS. NGUYỄN QUYẾT

Bài viết này phân tích tác động của phát triển thị trường tài chính lên đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam. Phương pháp nghiên cứu và số liệu dựa vào trọng số Entropy và mô hình hồi quy phân phối trễ (ARDL). Nghiên cứu được phân tích trên hai góc độ ngắn hạn và dài hạn. Kết quả nghiên cứu cho thấy phát triển thị trường tài chính là nhân tố tích cực thu hút nguồn vốn FDI.

Từ khóa: Phát triển thị trường tài chính, đầu tư trực tiếp nước ngoài, mô hình ARDL.

1. Giới thiệu

hát triển thị trường tài chính và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) là những bộ phận quan trọng trong hệ thống tài chính cũng như trong chiến lược đầu tư của mỗi quốc gia. FDI là nhân tố cần thiết góp phần tăng nguồn thu ngân sách và cân đối cán cân thanh toán, tạo việc làm, là nhân tố giúp giảm nghèo, từ đó tạo động lực phát triển.

Trong khi đó, một thị trường tài chính phát triển lành mạnh và hoạt động hiệu quả thì đó chính là một trung gian trên cả hai phương diện cung và cầu; đáp ứng nhu cầu vốn của những đơn vị thiếu hụt và thỏa mãn được nhu cầu đa dạng của các nhà đầu tư thặng dư vốn, đặc biệt là những nhà đầu tư nước ngoài. Một thị trường tài chính hoạt động tốt có thể đóng góp hiệu quả hơn trong việc phân bổ các khoản đầu tư vào các ngành sản xuất, tạo ra nhiều giá trị hơn cho nhà đầu tư. Những nhà đầu tư trực tiếp nước ngoài luôn có xu hướng

tìm kiếm cơ hội đầu tư tại những thị trường tài chính có tính thanh khoản cao, đa dạng các công cụ tài chính và những hỗ trợ quan trọng giúp cho các hoạt động trên thị trường được thực hiện với chi phí giao dịch thấp.

Levine (1997) cho rằng, có sự liên hệ khá chặt chẽ giữa phát triển thị trường tài chính và các biến số kinh tế vĩ mô như mức thu nhập, tiết kiệm, mở cửa kinh tế, lạm phát, đầu tư cũng như sự biến động kinh tế vĩ mô, những nước có thị trường tài chính phát triển hơn thì tăng trưởng nhanh hơn, tích lũy vốn nhanh hơn, có tỉ lệ đầu tư cao hơn và sử dụng vốn hiệu quả hơn.

Vậy, đối với thị trường Việt Nam, liệu phát triển thị trường tài chính có làm gia tăng lượng vốn FDI hay không? Để trả lời câu hỏi, tác giả lựa chọn nghiên cứu tác động của phát triển thị trường tài chính đến đầu tư trực tiếp nước ngoài tại Việt Nam: Tiếp cận bằng trọng số Entropy và mô hình ARDL, với kỳ vọng dựa trên những chứng cứ thống kê để gợi ý những giải pháp nhằm phát triển thị trường tài chính lành mạnh, cũng như thu hút, Chính sách & thị trường tài chính - tiền tệ

sử dụng nguồn vốn FDI có hiệu quả hơn.

2. Phát triển thị trường tài chính Việt Nam Năm 1986, Việt Nam chính thức công bố đường lối mở cửa toàn diện nền kinh tế, sẵn sàng hội nhập kinh tế quốc tế sâu, rộng. Kể từ đó, thị trường tài chính Việt Nam bắt đầu có những thay đổi căn bản.

Để thấy rõ hơn bức tranh toàn cảnh của thị trường tài chính Việt Nam, nghiên cứu này xem xét thị trường với 3 thành phần cơ bản gồm thị trường các tổ chức tín dụng (TCTD), thị trường chứng khoán (TTCK) và thị trường bảo hiểm (Hình 1).

Thị trường các tổ chức tín dụng: Tháng 5/1990, hai Pháp lệnh về Ngân hàng được ban hành đã tạo nên sự chuyển đổi từ hệ thống ngân hàng một cấp thành hệ thống ngân hàng hai cấp. Đến nay, sau gần 30 năm đổi mới, số TCTD tăng mạnh về quy mô số lượng, đến năm 2014, thống kê của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) cho thấy, Việt Nam có 5 NHTM Nhà nước; 01 Ngân hàng chính sách;

01 Ngân hàng Phát triển; 37 NHTM cổ phần; 05 ngân hàng có 100% vốn nước ngoài; 51 chi nhánh ngân hàng nước ngoài và 01 ngân hàng Hợp tác xã được chuyển đổi từ Quỹ tín dụng nhân dân Trung ương vào tháng 01/2013. Bên cạnh đó, hệ thống các TCTD Việt Nam còn có sự hiện diện của các TCTD phi ngân hàng với 17 công ty tài chính và 12 công ty cho thuê tài chính. Ngoài ra, quy mô tổng tài sản

của các TCTD cũng tăng lên lên khá ấn tượng, tính đến tháng 6/2014, tổng tài sản của toàn hệ thống đạt 5.961 ngàn tỷ đồng, gấp gần 3,5 lần so với năm 2007, bình quân tăng khoảng 50%/năm trong giai đoạn 2007- 2014.

Bên cạnh đó, năm 1993 chỉ tiêu M₂/ GDP là 23% thì đến năm 2014, chỉ tiêu này gấp gần 5 lần và xấp xỉ 124,1% (Báo cáo đánh giá khu vực tài chính Việt Nam, 2014).

Thị trường chứng khoán: Tháng 7/2000, TTCK Việt Nam thực hiện phiên giao dịch đầu tiên chỉ với hai cổ phiếu của Công ty cổ phần Cơ điện lạnh (REE) và Công ty cổ phần Cáp và Vật liệu viễn thông (SAM), 02 công ty chứng khoán, 01 trung tâm giao dịch chứng khoán kiêm chức năng trung tâm lưu ký và 01 ngân hàng chỉ định thanh toán.

Tuy nhiên, sau hơn 14 năm hoạt động, TTCK đã từng bước khẳng định vai trò quan trọng trong thị trường tài chính. Mức vốn hóa thị trường năm 2000 chỉ khoảng 0,28% (khoảng 320 tỷ đồng) tính đến tháng 12/2014 đạt khoảng 1.156 nghìn tỷ đồng, tăng 21,77% so với năm 2013 và tương đương 32,24%

GDP. Cổ phiếu, chứng chỉ quỹ được niêm yết với tổng giá trị là 425.000 tỷ đồng, tăng 19% so với năm 2013; trong đó giá trị niêm yết trên SGDCK Tp.Hồ Chí Minh chiếm 78,19%. Thị trường trái phiếu cũng tăng trưởng mạnh mẽ (23- 25% so với 2013- Báo cáo của Ủy ban Chứng khoán Nhà nước, 2014).

Thị trường bảo hiểm: Luật Bảo hiểm ban hành năm 1993 là dấu mốc quan trọng cho thị trường bảo hiểm Việt Nam, nếu trước đó chỉ có một doanh nghiệp bảo hiểm (DNBH) thuộc sở hữu của Nhà nước là Công ty Bảo hiểm Việt Nam thành lập năm 1965, thì đến cuối năm 2014 đã có tới gần 60 DNBH các loại (phi nhân thọ, nhân thọ, môi giới, tái bảo hiểm). Sản phẩm bảo hiểm được giới thiệu ra thị trường ngày càng đa dạng, năm 1993 thị trường chỉ có 22 sản phẩm, đến nay thị trường bảo hiểm có trên 800 sản phẩm. Tổng doanh thu bảo hiểm cũng tăng đều qua các năm, năm 2014 đạt gần 53.000 tỷ đồng, tăng hơn 14% so với năm 2013,

0 20 40 60 80 100 120 140

90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 14

M2/GDP(%) Bao hiem(1000tyVND) SMC(%) FDI(tyUSD)

Hình 1. Diễn biến FDI và thị trường tài chính Việt Nam giai đoạn 1990- 2014

Nguồn: ADB, Niên giám bảo hiểm Việt Nam

trong đó doanh thu phí bảo hiểm nhân thọ tăng khoảng 18%, bảo hiểm phi nhân thọ tăng trên 10%

(Thị trường bảo hiểm Việt Nam, 2005 và 2014).

3. Tổng quan nghiên cứu

Nhìn chung, hiện nay tồn tại hai quan điểm về mối quan hệ giữa phát triển thị trường tài chính và FDI (Massomeh Hajilee et al., 2015). Quan điểm thứ nhất, FDI và phát triển thị trường tài chính có quan hệ đồng biến, FDI có thể bổ sung và làm gia tăng thị trường tài chính nội địa thông qua nhiều kênh khác nhau. Các nhà đầu tư nước ngoài có thể muốn đầu tư một phần vốn của mình ra bên ngoài hoặc muốn thu hồi vốn bằng cách bán vốn chủ sở hữu trên các thị trường vốn (Jeffus, 2004). Hơn nữa, nếu các khoản đầu tư nước ngoài là một phần đầu tư thông qua việc mua cổ phần hiện có thì tính thanh khoản của TTCK trong nước có thể tăng lên. Như vậy, FDI có thể bổ sung cho sự phát triển của TTCK.

Claessens et al. (2001) xem xét các yếu tố quyết định giá trị vốn hóa TTCK trên 77 quốc gia từ năm 1975 đến năm 2000. Các kết quả thực nghiệm cho thấy rằng, FDI là một yếu tố bổ sung cho sự phát triển của TTCK. Tương tự, Agarwal và Mohtadi (2004) nghiên cứu các tác động của phát triển thị trường tài chính lên sự lựa chọn đầu tư của các công ty, một mẫu của 21 thị trường mới nổi trong giai đoạn 1980- 1997. Kết quả cho thấy FDI có mối tương quan thuận với cả TTCK và chỉ số phát triển ngành ngân hàng. Alfaro et al. (2004) xem xét mối liên hệ giữa FDI, phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế và kết luận rằng các nước có thị trường tài chính phát triển tốt hơn có thể khai thác FDI hiệu quả hơn và đạt được tốc độ tăng trưởng cao hơn.

Choong et al. (2004) nghiên cứu mối quan hệ giữa FDI và tăng trưởng kinh tế ở Malaysia, thông qua vai trò của thị trường tài chính trong nước từ năm 1970 đến năm 2001. Họ cho rằng các nền kinh tế với thị trường tài chính phát triển tốt hơn có thể được hưởng lợi nhiều hơn từ FDI để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

Quan điểm thứ hai, FDI và phát triển thị trường tài chính có quan hệ nghịch biến, FDI có xu hướng tăng mạnh ở các quốc gia có nhiều rủi ro, thị trường tài chính kém phát triển và thể chế yếu kém. Theo quan điểm này, FDI dùng để thay thế cho thị trường tài

chính nội địa, bởi thông qua thị trường vốn, nguồn vốn FDI có thể khắc phục những khó khăn trong đầu tư mà tại thị trường tài chính nội địa không đủ khả năng (Hausmann và Fernandez-Arias, 2000;

Claessens et al., 2001; Al Nasser và Gomez, 2009).

Trong nghiên cứu thực nghiệm, Dutta và Roy (2008) nghiên cứu vai trò của rủi ro chính sách trong các mối quan hệ của FDI và phát triển tài chính bằng cách sử dụng dữ liệu bảng trên 97 quốc gia trong khoảng thời gian 20 năm. Các kết quả thực nghiệm cho thấy rằng không có mối liên hệ tuyến tính giữa phát triển tài chính và các nguồn vốn FDI. Cùng chủ đề này, Zakaria (2007) xem xét mối quan hệ nhân quả giữa FDI và mức độ phát triển tài chính ở 37 nước đang phát triển từ năm 1970 đến năm 1999.

Các kết quả phát hiện không ủng hộ giả thuyết cho rằng, dòng vốn FDI có thể góp phần vào việc phát triển của ngành ngân hàng trong nước tại các nước đang phát triển, nhưng ngược lại, có chứng cứ ủng hộ mạnh mẽ giả thuyết rằng FDI ảnh hưởng đến sự phát triển của TTCK trong nước ở các quốc gia đang phát triển.

Vậy, cho đến nay mối quan hệ giữa phát triển thị trường tài chính và dòng vốn FDI vẫn chưa có sự đồng thuận về mặt lý thuyết cũng như thực nghiệm.

Do đó, nội dung của bài viết tiếp tục nghiên cứu chủ đề này trên thị trường tài chính Việt Nam với kỳ vọng FDI là một động lực cho cải cách thị trường tài chính và cũng là cơ chế để nâng cao tính minh bạch, tính thanh khoản và độ sâu của thị trường tài chính.

4. Phương pháp phân tích và kết quả xử lý thống kê 4.1. Đo lường và mô tả biến nghiên cứu

Nhằm đánh giá mối quan hệ của phát triển thị trường tài chính với đầu tư trực tiếp nước ngoài chúng tôi sử phương pháp định lượng, các biến nghiên cứu được thu thập theo năm trong giai đoạn 1990- 2014 gồm FDI (tỷ USD) từ nguồn Ngân Hàng Thế Giới (World Bank- WB). Để đo lường sự phát triển của thị trường tài chính, nghiên cứu này sử dụng 3 thước đo cơ bản. Thứ nhất, dùng chỉ tiêu nợ thanh khoản (Liquid liabilities) so với GDP để đo lường sự phát triển của khu vực ngân hàng (King, Levine, 1993 và Boyd et al., 2001), tỉ lệ này là thước đo khái quát của cung tiền (M3) bao gồm,

tiền mặt, tài khoản ngân hàng và tài khoản ở các tổ chức tài chính phi ngân hàng. Nhưng thị trường Việt Nam số liệu M3 không có sẵn, do đó tác giả sử dụng M2 hẹp hơn trong đó không tính đến tài khoản tiền gửi ngoại tệ có kỳ hạn, cổ phần trong các quỹ đầu tư và thương phiếu (nợ doanh nghiệp ngắn hạn). Thứ hai, tỷ lệ vốn hóa của TTCK (% GDP) là chỉ tiêu đo lường sự phát triển của TTCK (King và Levine, 1993; Levine và Zervos, 1998; Boyd et al., 2001). Thứ ba, theo Nhung và Lương (2015), chỉ tiêu tổng doanh thu ngành bảo hiểm (tỷ đồng) đo lường sự phát triển thị trường bảo hiểm (gồm nhân thọ và phi nhân thọ).

Tuy nhiên, hạn chế lớn nhất của nghiên cứu này là dữ liệu không đầy đủ vì lý do khách quan. Bởi thị trường bảo hiểm chính thức hoạt động từ năm 1993, TTCK thực hiện phiên giao dịch lần đầu vào năm 2000. Do đó, để đảm bảo thấy rõ tính liên tục của sự phát triển đối với thị trường tài chính Việt Nam từ năm 1990, nghiên cứu này đã sử dụng phương pháp trọng số Entropy để tổng hợp dữ liệu để tìm ra chỉ số đo lường sự phát triển của thị trường tài chính trong giai đoạn 1990- 2014. Thuật toán của phương pháp trọng số Entropy (Li Zhiping et al., 2007;

Yuguo Qi et al., 2010; Yang Wan Ping et al., 2008).

Bước 1: Chuẩn hóa số liệu

Gọi x_ij là dữ liệu của chỉ tiêu thứ j của mẫu thứ i (i=1, 2,…,m; j=1, 2, 3,…, n), chuẩn hóa dữ liệu bằng công thức:

(1)

Trong đó: x_ij là giá trị dữ liệu sau khi chuẩn hóa, i:

là năm, j là chỉ tiêu tổng thể, x_ij là dữ liệu ban đầu, x_max(j) là dữ liệu lớn nhất của chỉ tiêu j, x_min(j) là giá trị nhỏ nhất của chỉ tiêu j.

Bước 2: Tính tỷ lệ của x_ij

(2)

Bước 3: Tính Entropy của chỉ tiêu thứ j

(3) Bước 4: Tính thành phần sai biệt G_j của chỉ tiêu j

G_j = 1 − E_j (4) Nếu G_j càng lớn thì x_j càng quan trọng hay càng mạnh.

Bước 5: Tính trọng số W_j của x'_ij

(5)

Bước 6: Tính chỉ số M_i cho năm thứ i

(6)

M_i: là chỉ số đo lường sự phát triển của thị trưởng tài chính tại năm thứ i, chỉ số này càng lớn chứng tỏ thị trường phát triển càng mạnh và ngược lại.

Ngoại trừ biến M, biến FDI lấy logarit trước khi đưa vào phân tích.

4.2. Thống kê mô tả

Phân tích thống kê mô tả nhằm cung cấp những thông tin khái quát về bộ số liệu nghiên cứu. Kết quả thống kê Bảng 2 cho biết các biến nghiên cứu được thu thập trong khoảng thời gian 25 năm (1990- 2014). Giá trị độ lệch chuẩn (Std.Dev) cho thấy FDI có biến động lớn hơn so với biến chỉ số M, hệ số độ nhọn của các phân phối (Kurtosis) có sự khác biệt đáng kể. Hệ số độ lệch (Skewness) của biến FDI và M đều mang giá trị dương điều này cho biết phân phối của chúng lệch về hướng bên phải.

Mặt khác, thống kê Jarque-Bera dùng để kiểm định các biến có phải phân phối chuẩn hay không. Giá trị xác suất (probability) của các biến đều lớn hơn 0,05 chứng tỏ rằng tất cả các biến nghiên cứu có phân phối chuẩn.

4.3. Kiểm định tính dừng và xác định bậc trễ tối ưu Nelson và Plosser (1982) cho rằng hầu hết các chuỗi thời gian là không dừng tại bậc I(0), cho nên trước khi phân tích cần phải kiểm định xem chuỗi thời gian có dừng hay không. Tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian có ý nghĩa quyết định hiệu quả phương pháp ước lượng được sử dụng. Nếu chuỗi thời gian không dừng thì giả định của phương pháp OLS (Ordinary Least Square) không thỏa mãn.

Theo đó, các kiểm định t hoặc kiểm định F không

ij min( j) ij'

max( j) min( j)

x x

x 40 60

x x

= − × +

−

'ij

ij m

'ij i 1

R x

x

=

=

∑

m

j ij ij

i 1

E ( 1 ) R ln R ln m =

= −

∑

j j

j n n

j j

j 1 j 1

G 1 E

W

G (1 E )

= =

= = −

∑ ∑

−

n

i j ij

j 1

M W R

=

=

∑

có hiệu lực (Chris Brooks, 2008). Kiểm định thông dụng được sử dụng để xem xét tính dừng của chuỗi thời gian là kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) và được Augment Dickey-Fuller (ADF) giới thiệu lần đầu vào năm 1979.

Kết quả trong Bảng 3 cho biết, xét trên chuỗi ban đầu (chuỗi gốc), các biến không dừng trong cả hai trường hợp có xu thế và không có xu thế. Ngược lại,

đối với chuỗi sai phân bậc 1, hầu hết các chuỗi dừng trong cả hai trường hợp.

Trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian, việc xác định bậc trễ phù hợp có ý nghĩa đặc biệt quan trọng.

Nếu bậc trễ quá dài thì các ước lượng sẽ không hiệu quả, ngược lại nếu quá ngắn thì phần dư của ước lượng không thỏa mãn tính nhiễu trắng làm sai lệch kết quả phân tích.

Căn cứ vào tiêu chuẩn AIC (Akaike information criterion), SC (Schwart Bayesian criterion) và HQ (Hannan Quinn Information Criterion) cho thấy bậc trễ tối ưu được lựa chọn là bằng 1.

4.4. Mô hình ARDL

Mô hình tự hồi quy phân phối trễ (ARDL- Autoregressive distributed lag) được Pesaran và Shin giới thiệu lần đầu vào năm 1999. Ý tưởng của mô hình này là giải quyết vấn đề đồng liên kết đơn (single cointegration), không đòi hỏi các biến phải tích hợp cùng bậc như phương pháp Johansen. So với các phương pháp khác thì ARDL có những ưu điểm vượt trội. Thứ nhất, phương pháp này ứng dụng tốt trên nghiên cứu có cỡ mẫu nhỏ (Pattichis, 1999; Mah, 2000). Đây là một trong những phương pháp hữu ích nên khuyến khích ứng dụng trong các nghiên cứu tại Việt Nam vì vấn đề số liệu thường rất hạn chế. Thứ hai, chúng khắc phục tối ưu những vấn đề gây ra bởi hiện tượng tự tương quan chuỗi và biến nội sinh trong mô hình (Muhammad Afzal et al., 2013). Thứ ba, cách tiếp cận này xem xét đồng liên kết bằng phương pháp kiểm định ràng buộc (Bounds test) mà không cần điều kiện các biến phải có tích hợp cùng bậc. Hơn nữa, mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn được ước lượng đồng thời trong cùng một phương trình. Thứ tư, từ mô hình ARDL cũng có thể suy ra mô hình hiệu chỉnh sai

số ECM (Pesaran and Shin, 1999;

Sezgin and Yildirim, 2003). Tuy nhiên, ARDL vẫn có những hạn chế nhất định, ví dụ phương pháp này không giải quyết tốt những vấn đề trên nếu các biến có bậc tích hợp lớn hơn I(1) (Muhammad Atif et al., 2010).

Mô hình thực nghiệm của nghiên cứu này được xây dựng và phát Bảng 1. Chỉ số đo lường phát triển thị trường tài

chính

Năm Mi Năm Mi Năm Mi

1990 0.01952 1999 0.02473 2008 0.05171 1991 0.01944 2000 0.03498 2009 0.05720 1992 0.01920 2001 0.03602 2010 0.06133 1993 0.02246 2002 0.03836 2011 0.06111 1994 0.02262 2003 0.04068 2012 0.06682 1995 0.02262 2004 0.04188 2013 0.07052 1996 0.02284 2005 0.04337 2014 0.07461 1997 0.02320 2006 0.04760

1998 0.02363 2007 0.05355

Nguồn: Tác giả tính dựa theo phương pháp Entropy Bảng 2. Kết quả thống kê mô tả

LnFDI_t M_t

Mean 4.161280 0.040000

Median 1.944000 0.038361 Maximum 14.48000 0.074612 Minimum 0.180000 0.019203 Std. Dev. 4.361932 0.017966 Skewness 1.152338 0.424243 Kurtosis 2.935094 1.866850 Jarque-Bera 5.537237 2.087455 Probability 0.062749 0.352140 Sum Sq. Dev. 456.6348 0.007747

Observations 25 25

Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eviews 8.0

Bảng 3. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) Biến

Kiểm định ADF

Chuỗi ban đầu Chuỗi sai phân bậc 1 Không có xu thế Có xu thế Không có xu thế Có xu thế LnFDI - 0.242549 -1.713593 -4.149056** -4.308672**

M 1.476921 -2.018694 -5.203857** -6.062035**

Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eviews 8.0, dấu (**) thống kê có ý nghĩa mức 5%

triển trên cơ sở nghiên cứu của Massomeh Hajilee et al. (2015) và Levine (1997), có dạng:

FDI_t = a₀ + a₁M_t + u_t (6)

Suy ra mô hình hồi quy ARDL của phương trình (6) có dạng (7)

Trong đó: Δ: sai phân bậc nhất, α₀: hệ số chặn, α₁, α₂: hệ số biểu hiện sự biến động trong ngắn hạn, β₁, β₂: hệ số biểu hiện sự biến động trong dài hạn và e_t là thành phân sai số thỏa mãn tính chất nhiễu trắng.

Mặt khác, nếu trong cân bằng dài hạn thì ΔLnFDI_t

= 0, ΔM_t = 0 và khi đó hệ số tác động biên của biến độc lập tương ứng là −β₁ ⁄ β₂.

Kết quả ước lượng mô hình ARDL cho thấy, thành phần hệ số hồi quy trong ngắn hạn α_i (i=1,2) có ý nghĩa thống kê mức 5% tại trễ 1 (năm). Hệ số của biến ΔM_t−1 mang dấu dương có ý nghĩa thống kê mức 5%, nghĩa là có chứng cứ thống kê khẳng định rằng phát triển thị trường tài chính tác động tích cực lên dòng vốn FDI và giả sử các yếu tố khác không

đổi nếu ở hiện tại chỉ số M_t tăng lên 1 (điểm) thì một năm sau FDI tăng trung bình khoảng 7,7185%.

Mặt khác, ngoài yếu tố phát triển thị trường tài chính, bản thân tăng trưởng FDI cũng đóng góp vào sự gia tăng chỉ tiêu này tại trễ 1 năm. Cứ FDI tăng lên 1% ở hiện tại thì sau 1 năm sẽ đóng góp vào tăng trưởng FDI khoảng 0,258390% (các yếu tố khác không đổi).

4.5. Kiểm định đồng liên kết

Trong mô hình hồi quy ARDL, để xem xét mối quan hệ giữa các biến trong dài hạn dựa trên kiểm định ràng buộc (Pesaran et al., 2001), ý tưởng của kiểm định này căn cứ trên kiểm định Wald-test với giả thiết: H₀ (β₁ = β₂ = 0)và H₁ (β₁ ≠ β₂ ≠ 0), nếu bác bỏ H₀ thì chứng tỏ rằng có tồn tại đồng liên kết giữa các biến và ngược lại. Quy tắc quyết định là lấy giá trị tính toán của thống kê F (hoặc thống kê t) so với khoảng giới hạn, nếu F hoặc t nằm ngoài về phía bên phải thì bác bỏ H₀, nằm ngoài về phía bên trái thì chấp nhận H₀ còn nằm trong khoảng giới hạn thì không thể kết luận.

Kết quả Bảng 6 cho thấy giá trị F tính toán từ kiểm định Wald bằng 4,54> 4,04 tại mức ý nghĩa 10%.

Vậy giả thiết H₀ bị bác bỏ, chứng tỏ tồn tại quan hệ đồng liên kết giữa các biến (trường hợp này là đồng liên kết đơn). Tương tự, thống kê t của biến ΔLnFDI_t−1 (bảng 5) có giá trị bằng -2.788 đem so với (-2.57; -2.91) cũng cho kết luận cũng tương tự kiểm định F. Từ kết quả Bảng 5, hệ số hồi quy của biến LnFDI_t và M_t có ý nghĩa thống kê mức 5%, nghĩa là trong dài hạn nếu chỉ số phát triển thị trường tài chính tăng 1 điểm thì sẽ thúc đẩy FDI tăng trung bình khoảng 18,6713% (chính là −β₁ ⁄ β₂).

Kiểm định chuẩn đoán (diagnostic test) cho thấy mô hình không vi phạm những giả định căn bản của mô hình hồi quy và hệ số R² của Bảng 4. Kết quả xác định bậc trễ thích hợp

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

0 11.35817 NA 0.001519 -0.813754 -0.715015 -0.788922 1 62.13397 88.30574* 2.61e-05* -4.881215* -4.584999* -4.806718*

2 64.14193 3.142887 3.14e-05 -4.707994 -4.214301 -4.583831 Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eviews 8.0, (*) tiêu chuẩn có bậc trễ tối ưu

n n

t 0 1i t i 2i t i 1 t 1 2 t 1 t

i 1 i 0

LnFDI LnFDI₋ M ₋ LnFDI₋ M₋ e

= =

∆ = α +

∑

α ∆ +

∑

α ∆ + β + β +

n n

t 0 1i t i 2i t i 1 t 1 2 t 1 t

i 1 i 0

LnFDI LnFDI₋ M₋ LnFDI₋ M₋ e

= =

∆ = α +

∑

α ∆ +

∑

α ∆ + β + β +

Bảng 5. Kết quả ước lượng mô hình ARDL

Variables Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.240471 0.232714 -1.033334 0.3151 ΔLnFDI_t−1 0.258390 0.119193 2.16782 0.0402 ΔM_t−1 0.077185 0.026180 2.94824 0.0313 LnFDI_t−1 -0.316693 0.1135779 -2.788333 0.0281 M_t−1 0.059131 0.025006 2.364641 0.0375 Diagnostic test

R² 0.659515** 0.0312

Normality test 5. 871525 0.0530

Serial correlation 0.329206 0.7243

Heteroscedasticity 0.008936 0.9256

Nguồn: Kết quả từ Eviews 8.0 sau khi khắc phục hiện tượng tự tương quan chuỗi, dấu (**) chỉ thống kê có ý nghĩa mức 5%.

mô hình ARDL bằng 0,659515 và có ý nghĩa thống kê 5%, ngụ ý rằng khoảng 65,9515 % biến động của FDI được giải thích bởi các biến độc lập. Hơn nữa, kiểm định CUSUM và CUSUMSQ cũng cho thấy mô hình nghiên cứu ổn định (Brown et al., 1975).

4.6. Mô hình ECM (Error Correction Model) Kiểm định ràng buộc đã cho thấy có tồn tại đồng liên kết giữa các biến nghiên cứu và mối quan hệ trong ngắn hạn, dài hạn của chúng đã được giải thích trong mô hình (7). Tiếp theo, chúng ta cần xem xét tốc độ hiệu chỉnh tới điểm cân bằng sau mỗi thời đoạn của biến FDI thông qua mô hình ECM. Từ phương trình (7) suy ra mô hình ECM có dạng: (8)

Trong đó: λ là tốc độ hiệu chỉnh tới điểm cân bằng

sau mỗi thời đoạn, EC là phần dư thu được từ ước lượng phương trình đồng liên kết của mô hình (7). Theo Pesaran et al. (2001) cho thấy hệ số ước lượng Mô hình (7) và (8) tương tự nhau trừ hai hệ số α₀ và λ. Vậy kết quả ước lượng ECM như sau: (9)

Theo kết quả ước lượng mô hình (9), căn cứ vào thống kê t (giá trị trong ngoặc vuông lớn hơn 2), cho thấy hệ số λ bằng -0,03139 và có ý nghĩa thống kê mức 5%. Nghĩa là, nếu dưới tác động của thị trường tài chính đẩy FDI tăng (giảm) ở năm này thì FDI sẽ điều chỉnh giảm (tăng) hướng về mức cân bằng khoảng 3,139% ở năm sau.

5. Kết luận

Kết quả phân tích cho thấy trong ngắn hạn và dài hạn, phát triển thị trường tài chính là yếu tố tác động tích cực lên dòng vốn FDI. Với kỳ vọng thị trường tài chính phát triển lành mạnh, minh bạch nhằm tăng hiệu quả trong việc thu hút dòng vốn FDI, bài viết gợi ý một số chính sách:

Thứ nhất, đối với thị trường các TCTD (chủ yếu là ngành ngân hàng), Chính phủ cần ưu tiên tái cấu trúc hệ thống ngân hàng, giải quyết nợ xấu, tăng Bảng 6. Kết quả kiểm định ràng buộc (Bounds test)

Biến: LnFDI_t, M_t, k=1

Giá trị thống kê t:-2.788 Giá trị thống kê F: 4.54 Tiêu chuẩn t-statistic Tiêu chuẩn F-statistic Mức ý nghĩa Cận dưới Cận trên Cận dưới Cận trên

10% -2.57 -2.91 4.04 4.47

5% -2.86 -3.22 4.94 5.73

1% -3.43 -3.82 6,84 7.84

Nguồn: Pesaran et al. (2001, pp. 300;303) và kết quả Wald test từ phần mềm Eviews 8.0

-15 -10 -5 0 5 10 15

1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 CUSUM 5% Significance

-0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6

1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 CUSUM of Squares 5% Significance

Hình 2. Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMSQ

n n

t 0 1i t i 2i t i t 1 t

i 1 i 0

LnFDI LnFDI₋ M₋ EC₋ u

= =

∆ = α +

∑

α ∆ +

∑

α ∆ + λ +

n n

t 0 1i t i 2i t i t 1 t

i 1 i 0

LnFDI LnFDI₋ M₋ EC₋ u

= =

∆ = α +

∑

α ∆ +

∑

α ∆ + λ +

n n

t 0 1i t i 2i t i t 1 t

i 1 i 0

LnFDI LnFDI M 0.03139EC u

(0.01296) [2.42206]

− − −

= =

∆ = α +

∑

α ∆ +

∑

α ∆ − +

n n

t 0 1i t i 2i t i t 1 t

i 1 i 0

LnFDI LnFDI M 0.03139EC u

(0.01296) [2.42206]

− − −

= =

∆ = α +

∑

α ∆ +

∑

α ∆ − +

xem tiếp trang

79

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Bộ Tài chính (2005), “Thị trường bảo hiểm Việt Nam”, NXB Tài chính.

2. Nhung. N. T và Lương. N. V (2015), “Sự phát triển của thị trường tài chính Việt Nam”, Tạp chí Ngân hàng, số 4, trang 9-22.

3. Ngân hàng Thế giới (2014). “Báo cáo đánh giá khu vực tài chính Việt Nam”.

4. Ủy ban Chứng khoán Nhà nước (2014), “Báo cáo thường niên”.

5. Alfaro, L., Chanda, A., Kalemli-Ozcan, S., and Sayek, S. (2004), “FDI and Economic Growth: The Role of Local Fi- nancial Market”, Journal of International Economics, Vol. 64, pp. 89-112.

6. Asian Development Bank. “Key indicators for Asian and the Pacific”, Retrievied 10 February, 2015 from http://adb.org/publi- cations/series/key-indicators-for-asia-and-the-pacific.

7. Al Nasser, O.M., Gomez, X.G. (2009), “Do well functioning financial markets promote FDI flows to Latin America?”, Inter- national Research Journal of Finance and Economics, Vol. 29, pp. 60-75.

8. Boyd, J. H., Levine, R. and Smith, B. D. (2001), “The impact of inflation on financial sector performance”, Journal of Monetary Economics, Vol. 47, pp. 221-248.

9. Choong, C.-K., Yusop, Z., Soo, S.-C., S, (2004), “Foreign direct investment and economic growth in Malaysia: the role of domestic financial sector”, The Singapore Economic Review, Vol. 50, pp. 245-268.

10. Claessens, S., Daniela, K., and Sergio L., (2001), “FDI and stock market development: complements or substitutes?”, World Bank Working Paper, New York.

11. Dutta, N., Roy, S. (2008), “Foreign Direct Investment, Financial Development and Political Risks”, Working Paper, West Virginia University, United States of America.

12. Hausmann, R. and Fernandez-Arias, E. (2000), “Foreign Direct Investment: Good Cholesterol? Inter-American Development Bank”, Research Department Working Paper No. 417.

13. Jeffus, W. (2004), “FDI and stock market development in selected Latin American countries”, International Finance Review, Vol. 5, pp. 35-44.

14. King, R. G. and Levine, R. (1993), “Finance and growth: Schumpeter might be right”, Quarterly Journal of Economics,Vol.

108, pp. 717-737.

15. Levine, R. and Zervos, S. (1998), “Stock Markets, Banks, and Economic Growth”, American Economic Review, Vol. 88, pp.

537-58.

16. Levine, R. (1997), “Financial development and economic growth: Views and agenda”, Journal of Economic Literature, Vol. 35, pp. 688-726.

17. Li Zhiping, He Yujiang, Zhu Zhongdao (2007), “Application of Entropy and Weigh Method for Water Quality Evaluation in Rural Area”, Yellow River, 29(5), pp 35-37.

18. Massomeh Hajilee and Omar M. Al Nasser (2015), “The relationship between financial market development and foreign direct investment in latin american countries”, The journal of developing arrears, Volume. 49, pp. 227-245.

19. Muhammad Afzal et al. (2013), “Relationship between Debt and Growth”, Pakistan Economic and Social Review, Volume 51, No.1, pp. 13-53.

20. Pesaran, M. H. and Y. Shin (1999), “ An autoregressive distributed lag modelling approach to cointegration analysis”, In Strom, S. (ed.), Econometrics and Economic Theory in the 20th Century: The Ragnar Frisch Centennial Symposium. Chapter 11.

Cambridge: Cambridge University Press.

21. Pesaran, M. H. and Y. Shin and Smith, R.J. (2001), “Bounds test approaches to the analysis of level relationship”, Journal of applied econometrics, 16, pp. 289-326.

22. World Bank, “Featured Indicators”, Retrievied 10 February, 2015 from http://data.worldbank.org/indicator.

23. Yang wan ping, Yang yang, Xu jie (2008) “ The impact of foreign trade and FDI on environment”, China-USA business review, volume 7, pp. 1-11.

24. Yuguo Qi, Fushuan Wen, Ke Wang, Li Li, S.N.Singh (2010), “A fuzzy comprehensive evaluation and entropy weight decision- making based method for power network structure assessment”, International Journal of Engineering, Science and Technology, Vol. 2, No. 5, 2010, pp. 92-99.

25. Zakaria, Z. (2007), “The causality relationship between financial development and foreign direct investment”, Jurnal Kema- nusiaan, Vol. 10, pp. 1-23.

SUMMARY

The impact of the financial market development on the foreign direct investment in Vietnam: The weight En- tropy and Ardl model approach

The objective of this paper is to analyse the impact of financial market development on foreign direct investment in Viet Nam using the Weight Entropy method and Autoregression distributed lag (ARDL) cointegration framework. This study is broken down covering long run and short run. The results of study pinpoint that the financial market development is a postive factor for collecting FDI capital in long term and short term.

THÔNG TIN TÁC GIẢ Nguyễn Quyết, Nghiên cứu sinh

Đơn vị công tác: Cao đẳng Tài chính Hải Quan

Lĩnh vực nghiên cứu chính: Toán xác suất thống kê và kinh tế phát triển

Tạp chí tiêu biểu đã có bài viết đăng tải: Tạp chí khoa học (Đại học Mở TPHCM), Kinh tế hội nhập, Kinh tế dự báo, Tạp chí Đại học Công nghiệp, Khoa học môi trường, Tạp chí Đại học An Giang.

Email: nguyenquyetk16@gmail.com

Paper, NYU Stern.

10. Acharya, Viral V., Lasse Pedersen, Thomas Philippon, and Matthew Richardson (2010b), “A Tax on Systemic Risk”, in Joseph Haubrich and Andrew Lo (Eds.), NBER publication on Quantifying Systemic Risk

11. Adrian, T. and Markus Brunnermeier (2009), “CoVar”, Federal Reserve Bank of New York Staff Reports.

12. Artzner, P. (1999), Application of coherent risk measures to capital requirements in insurance. North American Actuarial Journal, 3(2), 11-25.

13. De Jonghe, Olivier (2010), “Back to the Basics in Banking? A Micro-analysis of Banking System Stability,” Journal of Fi- nancial Intermediation, Elsevier, vol. 19(3), 387-417.

14. Markowitz, H. (1952), Portfolio selection*. The journal of finance, 7(1), 77-91.

15. Mansur Masih, Mohammed Alzahrani, Omar Al-Titi (2010), Systematic risk and time scales: New evidence from an applica- tion of wavelet approach to the emerging Gulf stock markets, International Review of Financial Analysis. Greenwich: Jan 2010.

Vol. 19, Iss. 1; pg. 10

16. McMILLAN, D. G., & Speight, A. E. (2007), Value at Risk in Emerging Equity Markets: Comparative Evidence for Symmet- ric, Asymmetric, and Long Memory GARCH Models. International Review of Finance, 7(1-2), 1-19.

17. Werner Bijkerk, Rohini Tendulkar (2012), Systemic Risk Identification in Securities Market, IOSCO Research Department:

Staff Working Paper 2012/1.

SUMMARY

Systemic risk management in the Vietnam securities market

Securities market should be protected solidly against adverse impacts and systemic risk is a factor that must be managed and monitored most. The paper analyzed the necessity of systemic risk management in Vietnam securities market. The causes and limitations were taken to propose some solutions for risk management in the securities market.

THÔNG TIN TÁC GIẢ Vũ Thị Thúy Vân, Thạc sỹ

Đơn vị công tác: Viện Ngân hàng- Tài chính, Đại học Kinh tế Quốc dân Lĩnh vực nghiên cứu chính: Tài chính ngân hàng, Thị trường chứng khoán

Tạp chí tiêu biểu đã có bài viết đăng tải: Tạp chí Kinh tế và Phát triển, Tạp chí Khoa học và Công nghệ Email: thuyvan1507@gmail.com

Lại Thị Thanh Loan, Thạc sỹ

Đơn vị công tác: Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam Lĩnh vực nghiên cứu chính: Tài chính ngân hàng

Tạp chí tiêu biểu đã có bài viết đăng tải: Tạp chí Tài chính doanh nghiệp Email: loanlt224@gmail.com

giám sát hệ thống, xử lý nghiêm tình trạng sở hữu chéo. Bên cạnh đó cần nâng cao năng lực quản trị, phòng tránh rủi ro, tuân thủ quy luật thị trường, giảm dần việc áp đặt các biện pháp hành chính trong điều hành.

Thứ hai, đối với TTCK, cần minh bạch thông tin công bố, trong đăng ký giao dịch cần cắt giảm các thủ tục hành chính không cần thiết, tạo điều kiện thuận lợi cho nhà đầu tư, đặc biệt là nhà đầu tư nước ngoài, nâng cao chất lượng và đa dạng hóa sản phẩm cho TTCK. Bên cạnh đó, Chính phủ tiến hành tái cấu trúc các tổ chức kinh doanh chứng khoán, giám sát, xử lý kịp thời những công ty yếu kém, tiếp tục hoàn thiện cơ chế chính sách đảm bảo hội nhập liên thông các TTCK quốc tế.

tiếp theo trang

71

Thứ ba, đối với thị trường bảo hiểm, cần tăng cường hiệu quả quản lý Nhà nước về kinh doanh bảo hiểm, kiểm soát an toàn hệ thống, đẩy mạnh hội nhập quốc tế. Mặt khác, ngành Bảo hiểm nên phát triển đa dạng hóa, nâng cao chất lượng các sản phẩm và mở rộng hơn nữa các kênh phân phối đảm bảo thị trường phát triển lành mạnh, hiệu quả. ■

ấn định tỷ giá mới một cách đột ngột đi kèm với việc điều chỉnh giảm mạnh tỷ giá CNY kéo theo sự sụt giảm và biến động mạnh của thị trường tài chính trong nước cần được rút kinh nghiệm. Do đó, song song với việc linh hoạt hơn cơ chế tỷ giá, việc đẩy mạnh truyền thông để cung cấp thông tin và chủ động định hướng thị trường là rất quan trọng. ■ tiếp theo trang

47